農戶生計選擇與脫貧成果鞏固：度量、機制與區域比較*

賀立龍 陶詩丹

一、引言

習近平總書記指出，鄉村振興的前提是鞏固脫貧攻堅成果。要持續推動同鄉村振興戰略有機銜接，確保不發生規模性返貧，切實維護和鞏固脫貧攻堅戰的偉大成就。(1)中央農村工作會議在京召開 習近平對做好“三農”工作作出重要指示[EB/OL].中國政府網,2021-12-26.《中共中央國務院關于做好2022年全面推進鄉村振興重點工作的意見》要求，堅持和加強黨對“三農”工作的全面領導，牢牢守住保障國家糧食安全和不發生規模性返貧兩條底線。在新的發展階段，實現鞏固拓展脫貧成果與鄉村振興有效銜接，關鍵是推進脫貧農戶在鄉村振興中的生計融入。農戶生計選擇不僅反映脫貧人口在鄉村產業振興及城鄉循環中的參與程度，而且直接關系脫貧家庭穩定脫貧和共同富裕的實現。不同地區脫貧農戶的生計策略呈現哪些差異性？受哪些生計資本因素影響？怎樣的生計策略有助于農戶穩定脫貧？這是本文研究的問題所在。

關于生計策略及其成因與績效，學界有較多關注。一些學者研究了生計資本對生計策略的影響(范喬希和萬青,2021；吳雄周和金惠雙，2021；趙文娟等，2016 )，考察了扶貧政策對農戶生計策略優化與收入提升的績效(龐潔等，2021；和月月等，2021)。而在生計選擇對農戶收入或生活水平的影響方面，諸多文獻表明，構建多樣化生計有利于家庭分散風險(Block & Webb，2001)，生計非農化或兼業化有助于農戶增收脫貧(孫晗霖等，2020)。但是，在鞏固脫貧與鄉村振興銜接背景下，針對脫貧農戶這類脆弱家庭的生計策略及可持續脫貧效應，學界缺乏針對性研究；此外，如何衡量脫貧成果的鞏固程度、測度脫貧穩定性，學界未形成統一方法或范式。由此，本文研究脫貧農戶這一特定群體的生計策略及其對可持續脫貧的影響，嘗試從脫貧不返貧“韌性”與脫貧發展“能力”兩個維度界定和測度脫貧穩定性，實證分析生計資本、生計策略與脫貧穩定性的內在關系，為脫貧農戶在鄉村振興中的生計融入與穩定脫貧提供有效引導之策。

我國貧困問題具有區域性特征。(2)習近平.在深度貧困地區脫貧攻堅座談會上的講話(單行本)[M].北京：人民出版社，2017.從貧困程度及成因看，脫貧攻堅區域可分為兩大板塊，一是以秦巴山區、烏蒙山區等為代表的一般的集中連片貧困地區；二是以“三區三州”為代表的深度貧困地區。隨著脫貧攻堅取得全面勝利，上述原一般貧困地區和深度貧困地區正成為推進鞏固脫貧和鄉村振興有效銜接的重難點區域。相比秦巴山區等一般的脫貧退出區域，“三區三州”深度貧困退出區域，集民族地區、邊疆地區、經濟落后地區于一體，自然地理、民族宗教等問題交織，鞏固脫貧面臨著更復雜的形勢和更艱難的任務。兩大板塊脫貧農戶在生計資本與生計策略上呈現不同結構特征與選擇傾向，穩定脫貧存在不同的依賴路徑與影響因素。盡管有學者考察了民族地區農戶的生計特征及返貧風險(亢犁和劉芮伶，2021；艾斌等，2021；李海鵬和梅傲寒，2016)，如農牧民畜牧業經營與農業精細種養存在不同，民族村戶受限于語言、宗教等因素而非農化不足，但是圍繞“三區三州”脫貧村戶的生計策略形成及其可持續脫貧效應，尚缺乏對標“一般貧困地區”脫貧村戶的比較研究。本文以甘孜州和秦巴山區為上述兩大板塊的典型樣本區域，開展精準脫貧家庭的抽樣調查，據以進行生計資本、生計策略與脫貧穩定性的比較考察。

本文的邊際貢獻如下：一是聚焦于脫貧農戶這一脆弱群體的生計策略與脫貧穩定性，探討其在鄉村振興與城鄉經濟循環中的生計融入及可持續脫貧效應，從微觀視角切入，考察鞏固脫貧與鄉村振興有效銜接的主體實現；二是從脫貧不返貧“韌性”與脫貧發展“能力”兩個維度出發，界定與度量農戶脫貧穩定性，據以找到適宜的代理變量，實證考察生計策略對穩定脫貧的影響；三是基于秦巴山區和甘孜州的脫貧村戶調研，對一般脫貧退出區域與“三區三州”深度貧困退出區域，進行生計資本、生計策略與脫貧穩定性研究的比較分析，為因地制宜引導脫貧農戶優化生計策略實現脫貧成果鞏固，提供研究啟示和建議。

二、生計資本、生計策略與脫貧穩定性：經濟度量與影響機制

關于生計資本、生計策略與穩定脫貧性的內在邏輯關系，英國國際發展署(DFID，2000)提出的可持續生計分析框架(SLA框架)提供了一種研究思路：該框架由脆弱性背景、生計資本、結構和過程轉變、生計策略和生計輸出等幾個部分組成；沖擊、趨勢和組織環境營造的脆弱性背景決定了貧困人口(脫貧家庭)所掌握的生計資產，并與之一起通過“結構和過程轉變”影響農戶的生計策略，最終導致了農戶家庭的生計輸出結果，即生計活動所得(Chambers & Conway, 1992)。

基于上述框架，直接影響生計策略的生計資本包括人力資本、社會資本、自然資本、物質資本、金融資本(見圖1)。人力資本多用教育程度、健康水平、技能情況、撫養負擔等指標衡量(孫晗霖等，2019；周亞虹等，2010)；社會資本往往與家庭親緣關系聯系在一起(王恒彥等，2013；葉靜怡和武玲蔚，2014；葉初升和羅連發，2011)；自然資本泛指家庭賴以維持生計的自然資源，生計脆弱家庭對自然資本依賴程度較高(段偉等，2015)；物質資本多以生活耐用品存量、飲用水、基礎設施情況來表示(黎潔等,2009；翟彬和梁流濤，2015)；金融資本主要指家庭資金可借貸性或可得性( 何仁偉等，2017)。本文借鑒上述框架，圍繞脫貧農戶生計資本、生計策略、脫貧穩定性關系進行系統的實證探討。

圖1 生計資本、生計策略與脫貧穩定性分析框架 資料來源：DFID(2000)。

在生計資本與生計策略關系上，既有研究集中在各類生計資本對生計非農化或兼業化的影響上，但所得實證結論卻不盡一致。例如，有學者分析指出，人力資本、金融資本和社會資本對農戶的非農生計選擇有正向影響(趙文娟等，2016；蒙吉軍等，2013)；一些學者研究發現，人力資本、自然資本和物質資本存量高的農戶傾向從事農業活動(Fang et al.,2014; 蘇芳等，2019；韋惠蘭和祁應軍，2016)；另有實證分析發現，自然資本和物質資本提升有助于推動農戶的生計兼業化(徐定德等，2015)。我們基于文獻梳理與比較，認為生計策略不僅受生計資本影響，還與區域特征、生計環境、制度及政策有密切關系(何仁偉等，2017)，只有置于不同區域背景下，結合制度與政策環境差異，才能全面審視生計資本對生計策略的影響。

具體到生計策略分類上，學界基于勞動力生產或就業方式將生計策略區分為純農業型、純非農型或兼業型(蘇芳等，2009；趙雪雁，2013；陳良敏等，2020)，收入結構是其重要的劃分依據，如中國農村固定觀察點辦公室以農業收入占家庭收入的比例，將農戶劃分為純農戶(高于80%)、兼業戶(I型：50%～80%；Ⅱ型：20%～50%)或純非農戶(低于20%)。從廣義上講，農戶生計除了涵蓋家庭成員的自主謀生方式，還應包含來自政府或社區的服務、福利(Blackwood & Lynch，1994)，特別是以“三區三州”為代表的原深度貧困地區，生計資本匱乏容易造成家庭生計自主性不足，在生計方式上產生政府依賴或“福利效應”。本文將特別關注脫貧農戶生計對福利或政策的依賴效應。

關于生計策略選擇的可持續減貧效應，有較多的研究表明，非農就業或兼業是農戶可持續減貧的有效途徑(葛霆，2014；張鵬瑤等，2019)；政策依賴可能削弱農戶自主脫貧動能，影響脫貧可持續(雷蕾，2019；馬小虎，2017)，但對不同收入分位點的家庭而言，政策幫扶效果也有差異(李波等，2017)。本文圍繞不同生計策略對脫貧穩定性的影響進行更為系統的實證探討。一些學者就如何實現穩定脫貧也展開過較多討論(王小林，2016；鄭秉文，2019)，但其大多仍停留在理念闡釋和對策探討上，缺乏實證檢驗，這可能與脫貧穩定性不易界定與測度有關。有學者基于貧困脆弱性或可持續生計的概念來評價脫貧穩定性(高若晨和李實，2018；劉子寧等，2019；王富珍等，2019；胡原和曾維忠，2019)，但其依賴于未來情景預測，缺乏實證分析的數據基礎，也有學者監測農戶前后兩年收入的動態變化衡量脫貧穩定性(李雨等，2019)，但監測時期較短，且限于“不返貧”這一底線標準。

本文認為，穩定脫貧作為一種可持續的高質量脫貧狀態，首先要維持“不返貧”的底線標準，其次要產生“自主內生發展”的可持續發展能力，因而穩定脫貧是脫貧不返貧韌性與脫貧發展能力的耦合提升狀態。針對脫貧不返貧的韌性，可采用“收入穩定達標”指標來測度。國務院扶貧開發領導小組出臺的《關于建立防止返貧監測和幫扶機制的指導意見》中提出，監測建檔立卡已脫貧但不穩定戶、收入略高于建檔立卡貧困戶的邊緣戶，其主要是人均可支配收入低于國家扶貧標準1.5倍左右的家庭。據此，本文將農戶脫貧之后始終維持在脫貧線1.5倍以上，即2018～2021年家庭人均收入始終在當年貧困線1.5倍以上(樣本村戶在2018年均實現脫貧退出)，作為脫貧不返貧韌性的代理指標。針對脫貧發展的能力，學界缺乏統一測度方法，本文根據秦巴山區和甘孜州村戶調研的狀況，將脫貧農戶“是否具有扶貧小額信貸的還款能力”作為脫貧發展能力的代理指標。

三、數據、變量與模型

(一)數據來源與典型事實：對甘孜州和秦巴山區的實地調研

考慮到貧困深度的不同，以及人口特征上的差異性，本文選擇秦巴山區(四川部分)和甘孜藏族自治州作為一般貧困退出區域和深度貧困退出區域的典型代表，進行脫貧村戶抽樣調查，以進行農戶家庭生計資本、生計策略與脫貧穩定性的比較研究。

1.貧困及脫貧情況的區域比較

秦巴山區作為14個集中連片貧困地區之一，是一般貧困退出地區的代表，過去致貧主因是資源稟賦差、產業層次低、生產就業機會有限。以秦巴山區四川15縣為例，致貧主因是資本與技術缺乏，生產方式單一，農戶分散種植藥材、核桃等作物，附加值低、經營風險大。經過精準扶貧，脫貧農戶外出務工增加，交通、醫療、教育短板補強，但面臨鄉村產業造血能力差、內生動能不足問題。

四川省甘孜藏族自治州是“三區三州”脫貧退出區域型代表。相比內陸連片貧困退出區域，甘孜州過去致貧主因是地處偏遠、交通差，海拔高、溫度低，現代化進程滯緩、民族宗教問題交織，居民教育文化水平不足，生產生活過于依賴本地資源。經過脫貧攻堅，這些地區交通條件、公共服務有較大改善，社會發展和精神文明程度顯著提升，居民普遍實現“兩不愁、三保障”和用水安全。但是，從集中性脫貧攻堅轉向常態化脫貧鞏固與鄉村振興，這些地區農牧民家庭受制于經濟基礎薄弱，以及教育文化、風俗習慣等因素制約，外出務工等自主生計能力不足，對轉移支付、對口支援及政策幫扶存在依賴性。

通過對四川秦巴山區與甘孜州的調研對比可發現：(1)從致貧返貧成因看，秦巴山區主要是產業層次低、家庭勞動力病殘情況嚴重、基礎設施條件差，而甘孜州主要是教育文化水平低、地理區位與環境惡劣、基礎設施條件差；(2)從脫貧生計及收入來源看，兩地都存在務工、種養以及轉移支付三種途徑，但相比秦巴山區，甘孜州農戶務工收入占比更低，轉移支付收入占比更高；(3)兩地勞動力或人力資本存在顯著差異，秦巴山區脫貧農戶家庭勞動力存在病殘比例較高，而甘孜州農牧民教育文化水平相對更低，絕大多數為小學及以下；(4)兩地脫貧農戶“三保障”水平差異不大，甘孜州交通基建狀況存在相對不足的現象。

2.樣本數據的調研獲取

本文數據來源于作者調研團隊對甘孜藏族自治州和秦巴山區的貧困縣村戶調查。調研團隊于2019年9月、2019年12月前往秦巴山區、甘孜州進行了第一次實地入戶考察，又于2021年4月、2021年12月進行了第二次入戶調查。調研中的分層抽樣程序如下：第一步，在甘孜藏族自治州選取D縣與E縣，考慮地理位置與資源稟賦分布均衡，抽取3個近郊村和3個遠郊村；在秦巴山區(四川部分)選取X縣與Y縣，考慮地理位置資源稟賦分布均衡，抽取8個村。第二步，在兩地共14個抽樣村中，考慮區位與家庭特征的均衡性，進行脫貧農戶的調查單位抽樣，確定1400戶家庭進行入戶訪談(均在2018年實現脫貧)。訪談對象為戶主(家庭支柱)或配偶，兩個調查員一組，一人訪問，一人錄問卷APP，最終得到覆蓋2018～2021年，涉及生計資本、生計方式與脫貧狀況信息的有效樣本1340份，包括秦巴山區樣本村戶數據716份和甘孜州樣本村戶數據624份。此外，還在調研的縣、鄉、村召開了座談訪談會議，并查閱樣本農戶建檔立卡資料信息，用以佐證訪談信息。

3.生計狀況的分布特征

(1)脫貧農戶生計策略的多樣化分布。本文基于對農戶生計方式調查及收入來源統計，將農戶生計策略界分為以轉移性收入為主的政策依賴型生計和以農業經營與務工經商為主的自主發展型生計。總體而言，樣本農戶中有超過70%的家庭具有生計自主性，但接近30%的農戶生計依賴于政策幫扶。分地區看，甘孜州樣本農戶生計依賴政策的比例為59.13%，這一比例遠超秦巴山區樣本農戶(見表1)。此外，從農戶生計的非農化趨勢看，約2/3的脫貧農戶家庭為非農主導型生計，1/3的家庭仍然以農業生計經營為主，其中甘孜州樣本農戶中超過55%的脫貧家庭仍以務農生計為主(見表2)。

表1 樣本農戶的生計自主性和政策依賴性

表2 樣本農戶生計的非農化趨勢

(2)樣本農戶脫貧穩定性的調查情況。從樣本農戶脫貧穩定性調查統計來看，總體上有超過46%的農戶家庭脫貧穩定性不足，特別是甘孜州脫貧不穩定性家庭占樣本農戶的比例達到76.44%(見表3)。

表3 樣本農戶脫貧穩定性情況

(二)模型設定與變量說明

1.生計資本與生計策略

生計策略為二元變量，研究生計資本對生計策略的影響時，采用Logit模型，如下所示：

(1)

其中，模型的因變量為是否選擇或形成某種生計策略，“是”賦值為1，“否”賦值為0。Pi表示選擇某種生計策略的概率。Ωi衡量了某種生計策略選擇的發生相對于不發生的概率或程度，其值越大，表明事件發生的概率越高。εi為隨機擾動項，代表事件發生概率的擾動，以及數據在統計、整理中所出現的誤差。α為截距項，β1,…，βn為生計資本影響生計策略的回歸系數。

被解釋變量為農戶的生計策略，解釋變量為農戶的生計資本，變量具體說明如下。

(1)被解釋變量：農戶家庭生計策略。本文使用收入結構來衡量生計策略，根據調研發現，脫貧農戶家庭收入主要包括轉移性收入、工資性收入和經營性收入，財產性收入極少，可忽略不計。首先，根據轉移性收入在家庭總收入中的占比(是否高于50%)來判斷農戶為政策依賴型生計或自主發展型生計：轉移收入占比超過50%，則為政策依賴型生計，賦值為1；否則為自主發展型生計，賦值為0。其次，比較農業經營性收入和務工工資性收入的大小，可判定農戶生計的非農化偏向：若是農業經營性收入大于工資性收入，可以判定脫貧農戶家庭為農業為主型生計，賦值為1；否則為非農主導型生計，賦值為0。

(2)解釋變量：五方面的生計資本以及扶貧政策狀況。使用戶主性別、家庭人口數、健康情況作為人力資本的代理指標；使用農用地占有情況衡量家庭自然資本；使用自來水接入情況衡量家庭物質資本；使用扶貧干部年均入戶訪問次數和親友對其經營或就業的幫助衡量社會資本；以信貸可得性作為其家庭金融資本的代理指標。

(3)控制變量：生計策略的形成不僅受生計資本影響，還受制于一定的制度、政策，因此本文加入產業扶貧政策和就業創業幫扶政策作為控制變量，分別以是否獲得資金或實物支持而發展產業、家庭成員參加就業培訓次數作為度量指標。

2.生計策略與脫貧穩定性

是否穩定脫貧也是一個二元變量，因此仍使用Logit模型研究生計策略對其的影響。

(2)

其中，因變量為是否穩定脫貧，“是”賦值為1，“否”則賦值為0；Pi表示符合上述定義的概率；Ωi表示穩定脫貧相對于非穩定脫貧發生的概率，εi為隨機擾動項，α為截距項，含義與模型(1)相同；β1為生計策略影響脫貧穩定性的回歸系數，γ1，…，γn為控制變量的回歸系數。

在研究生計策略對脫貧穩定性的影響時，被解釋變量為農戶脫貧穩定性，解釋變量為農戶生計策略，變量具體說明如下。

(1)被解釋變量：農戶脫貧穩定性。本文從脫貧不返貧韌性與脫貧發展能力兩方面衡量脫貧穩定性，分別使用“家庭人均收入是否連續四年超過貧困線1.5倍”與“是否具有扶貧小額信貸還款能力”兩個代理指標。考慮到脫貧后不返貧的韌性反映穩定脫貧的基礎內涵，優先使用“家庭人均收入是否連續四年超過貧困線1.5倍”作為主回歸模型中的被解釋變量，而將脫貧發展能力的代理指標作為穩健性檢驗中的被解釋變量。

國務院扶貧開發領導小組發布的《關于建立防止返貧監測和幫扶機制的指導意見》將人均可支配收入低于國家扶貧標準1.5倍左右的家庭作為監測對象，即事實上的不穩定脫貧監測對象。因此本文將當期貧困線標準的1.5倍設置為穩定脫貧線，并且依據連續四年的動態監測數據來判斷農戶是否穩定脫貧，當樣本農戶家庭人均收入在2018～2021年連續四年超過貧困線1.5倍時，即認定為穩定脫貧農戶，賦值為1，否則賦值為0。

(2)解釋變量：農戶生計策略，為二元變量，具體包括是否為政策依賴型生計，或者自主發展型生計，變量定義同前。此外，生計策略選擇還可以選擇定量指標，即基于轉移收入占比、農業經營性收入占比的絕對數值大小，判斷生計的政策依賴程度、非農化程度。

(3)控制變量：農戶各種生計資本和享受的扶貧政策狀況，變量定義同前。

具體變量設定與測度如表4所示。

表4 變量的界定與測度

續表

四、計量結果分析

(一)何以陷入政策依賴：生計資本對政策依賴型生計的影響

如表5所示，第(1)列展示了甘孜州樣本村戶生計資本對政策依賴型生計影響的回歸結果，第(2)列展示了秦巴山區樣本村戶的回歸結果。甘孜州的回歸結果顯示，3個衡量家庭人力資本的指標均對政策依賴型生計產生顯著影響，其中戶主性別、家庭人口數對因變量產生負效應，家庭成員健康情況產生正效應，即表明戶主為男性、家庭人口數多的農戶不易陷入生計政策依賴，而存在病殘成員的家庭更易陷入政策依賴。接入自來水所代表的物質資本儲量也有助于緩解政策依賴，但與自然資本和金融資本有關的指標并未產生顯著影響。此外，產業幫扶對農戶生計的政策依賴產生顯著的負向影響，獲得產業幫扶的家庭更傾向于獨立發展產業獲得自主生計動能。秦巴山區的回歸結果顯示，只有家庭人口數和信貸可得性對農戶陷入生計依賴的概率產生負向影響。比較而言，甘孜州樣本農戶家庭的人力資本、物質資本越豐富，家庭生計陷入生計依賴的概率越低，但自然資本、社會資本和金融資本的影響不顯著；而秦巴山區家庭人力資本和金融資本越豐富，家庭生計陷入生計依賴概率越低，但物質資本、社會資本和自然資本未對生計策略產生顯著影響。

表5 何以陷入政策依賴：生計資本對政策依賴型生計的影響

續表

(二)何以導致生計非農化：生計資本對農業為主型生計的影響

生計非農化是中國農戶家庭生計策略變化的重要趨勢(陳良敏等，2020)。本文考慮生計非農化視角，將農戶生計策略界分為農業為主型生計與非農主導型生計，考察農戶生計資本對其選擇農業為主型生計的影響。表6展示了分地區回歸結果。在甘孜州，家庭成員是否存在病殘情況對農戶選擇農業為主型生計產生正向影響，即有病殘成員的家庭有更大概率選擇農業為主型生計；物質資本指標(接入自來水)，以及就業創業幫扶政策對農戶選擇農業為主型生計有負向影響。在秦巴山區，家庭人口數量對農戶農業為主型生計選擇有負向影響，表明成員越多農戶越不可能選擇農業為主的生計，這一結果與較多文獻結論一致，如蒙吉軍等(2013)、韋惠蘭等(2016)都得到了人力資本存量豐富的農戶更傾向于選擇非農活動這一結論；親友幫助、產業扶貧政策對農戶農業為主型生計選擇產生正效應，表明在農戶獲得社會資本網絡及產業政策支持后，有更大概率選擇在本地開展農業經營。比較而言，在甘孜州，人力資本、物質資本和就業創業幫扶政策對農戶選擇農業為主型生計產生負向影響，金融資本和社會資本未對其產生顯著影響；在秦巴山區，人力資本對農戶以農業為主型的生計選擇有負向影響，而社會資本和產業扶貧政策對其有正向影響，物質資本、自然資本和金融資本未產生顯著影響。

表6 何以導致生計非農化：生計資本對農業為主型生計的影響

(三)生計策略對脫貧穩定性的影響

我們對生計策略進行定性和定量刻畫，據此分別進行生計策略影響農戶脫貧穩定性的實證分析，回歸結果如表7、表8所示。

表7 生計策略對脫貧穩定性的影響：基于生計策略的定性界分

續表

表8 生計策略對脫貧穩定性的影響：基于生計策略的定量測度

用政策依賴型生計或農業為主型生計這些定性指標刻畫生計策略，實證分析表明，在甘孜州，政策依賴型生計對農戶脫貧穩定性影響的估計系數為0.811**(0.318)，生計對政策有嚴重依賴的農戶家庭有更大的概率可以實現穩定脫貧；在秦巴山區，政策依賴型生計對農戶脫貧穩定性影響的估計系數為-1.036*(0.604)，生計對政策有嚴重依賴的農戶家庭陷入非穩定脫貧的概率更高。此外，以農業為主的生計策略對兩地農戶脫貧穩定性均未產生顯著影響。

用轉移性收入占比或農業經營性收入占比這些定量指標刻畫生計策略，實證分析表明，轉移性收入占比對脫貧穩定性影響系數在甘孜州和秦巴山區樣本中分別為1.614**(0.751) 和-2.099***(0.680)，進一步驗證了上述基于定性指標的實證分析結論。另外，秦巴山區農業經營性收入占比對脫貧穩定性的估計系數為-1.512**(0.735)，表明家庭農業收入占比越高，其脫貧穩定性越差，以農業為主的生計策略不利于穩定脫貧；但農業經營性收入占比對脫貧穩定性的影響在甘孜州樣本農戶中未得到顯著體現。

比較而言，在甘孜州和秦巴山區，政策依賴型生計對脫貧穩定性產生了不同的影響：在甘孜州，生計依賴政策的農戶脫貧穩定性可能更高；在秦巴山區，生計依賴政策的農戶更可能處于非穩定脫貧狀態。這與“三區三州”長期以來獲得較多轉移支付或政策支持有關。此外，在秦巴山區等一般脫貧地區，以農業為主的生計并非穩定脫貧的長久之策。

(四)穩健性檢驗

我們通過替換模型的方法，對生計資本影響生計策略的實證分析進行穩健性檢驗。具體而言，將Logit模型改為Probit模型，回歸結果如表9所示，結果基本一致，驗證了穩健性。

表9 穩健性檢驗：生計資本對政策依賴型生計的影響

如前所述，我們將脫貧穩定性闡釋為脫貧不返貧的韌性與脫貧發展能力兩個層次的含義，前者作為穩定脫貧基本標準，可用“家庭人均收入連續四年超過脫貧線的1.5倍”衡量，后者作為穩定脫貧的可持續或能力標準，可用“是否具有扶貧小額信貸償還能力”作為代理指標。在前面實證分析中，我們選擇人均收入脫貧穩定性指標，在此處的穩健性檢驗部分，使用小額信貸償還能力作為脫貧穩定性度量指標，將被解釋變量替換為“是否具有扶貧小額信貸償還能力”這一“0-1”變量進行穩健性分析，回歸結果如表10、表11所示，驗證了穩健性。

表10 穩健性檢驗：生計資本對以農業為主型生計的影響

表11 穩健性檢驗：生計策略對脫貧穩定性的影響

五、結論與啟示

(一)研究結論

本文基于甘孜州和秦巴山區的村戶調研數據，圍繞生計資本對生計策略的影響，以及生計策略對脫貧穩定性的影響進行實證考察，得到如下發現及結論。

第一，生計資本對生計策略選擇或形成呈現差異化影響。人力資本帶來的影響最顯著，自然資本的影響最弱。家庭成員數量及其健康狀況影響到脫貧農戶生計的政策依賴性，關系到其生計非農化，即成員數量多或病殘成員較少意味著農戶生計自主性較強且非農化傾向明顯。物質資本、社會資本和金融資本也有一定影響，但自然資本卻對農戶生計策略未有顯著影響。

第二，生計資本和扶貧政策對生計策略影響存在區域異質性。在甘孜州樣本中，物質資本和就業創業幫扶政策對農戶農業為主型生計產生負向影響，但在秦巴山區不顯著；在秦巴山區樣本中，社會資本和產業扶貧政策對農戶農業為主型生計呈現負向影響，但在甘孜州不顯著。

第三，生計策略對脫貧穩定性的影響存在區域異質性。政策依賴型生計提升了甘孜州樣本農戶脫貧穩定性，但卻降低了秦巴山區樣本農戶脫貧穩定性。選擇農業為主型生計的秦巴山區樣本農戶更易缺乏脫貧穩定性，但在甘孜州樣本中卻未發現此效應。若以家庭小額信貸償還能力衡量脫貧穩定性時，農業為主型生計對兩地農戶脫貧穩定性都產生了負向影響。

(二)啟示與建議

上述研究發現為新時期因地制宜引導農戶優化生計策略融入鄉村產業振興，推動鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉村振興有效銜接，提供了啟示和建議。

1.聚焦脫貧穩定性進行返貧致貧風險的生計溯源，完善規模性返貧監測與幫扶機制

圍繞脫貧韌性與發展能力構建農戶脫貧穩定性度量框架，完善脫貧人口返貧致貧風險評估體系，進行返貧致貧風險的生計溯源，找到其生計資本與生計策略上的返貧致貧風險點。區分以農業為主型與非農主導型生計農戶，政策依賴型生計與自主發展型生計農戶，開展各生計類型家庭的風險監測與施策幫扶，既要監測脫貧收入特別是家庭經營凈收入穩定性，又要關注產業經營可持續性或就業、務工質量。區分“三區三州”地區和一般脫貧退出地區，構建規模性返貧致貧風險的常態化區域監測與防范體制，提升民族地區脫貧村戶生計自主性。

2.提升脫貧戶人力資本水平以強化生計賦能，因地制宜推動脫貧戶融入城鄉經濟循環

用發展方法鞏固脫貧成果。家庭人力資本提升為脫貧農戶提供更多生計空間和生計動能。在優化技能培訓提升農戶人力資本和生計能力同時，因地制宜引導脫貧農戶優化生計策略，使之充分融入鄉村產業振興和城鄉經濟循環，實現持續增收。在以甘孜州為代表的“三區三州”地區，考慮當前農戶穩定脫貧仍離不開幫扶或政策兜底，應繼續聚焦產業和就業幫扶，提升中央財政銜接推進鄉村振興補助資金用于助農產業發展比重；開發與用好鄉村公益崗位、幫扶車間、以工代賑項目，發展電商、直播等新業態。在秦巴山區等一般脫貧地區，補齊技術、設施、營銷等短板，強化龍頭企業帶動作用，促進特色優勢富民產業提檔升級，做好東西部地區勞務協作和省內轉移就業，為脫貧農戶自主靈活就業或務工經商提供有效的支持與引導。

3.對不同資源稟賦脫貧地區、不同生計資本脫貧村戶進行脫貧振興分類幫扶和精準施策

區分“三區三州”和一般脫貧地區，分類編制鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接實施方案，因地制宜構建鞏固脫貧與鄉村振興有效銜接成效監測與評價機制。在以甘孜州為代表的“三區三州”地區，強化教育、醫療干部人才組團式幫扶，提升扶貧扶志扶智成效；在秦巴山區代表的一般脫貧退出地區，做好科技特派團選派，推行產業技術顧問制度，加大對鄉村振興重點幫扶縣信貸資金投入和保險保障力度。區分不同生計資本與生計策略類型，推動脫貧農戶幫扶政策落地見效。針對采用農業為主型生計的脫貧農戶，落實好技術、保險、土地、電商以及農業補貼方面支持政策，牢牢守好保障國家糧食安全和不發生規模性返貧兩條底線；針對非農主導型生計的脫貧農戶，通過合理運用小額信貸、勞務組織，以及自主創業和靈活就業等支持政策，確保這類脫貧家庭和人口以可持續生計內生融入城鄉經濟循環。